我國對外貿易促進GDP增長的實證分析

楊 春， 李 箐

(1. 沈陽師范大學 國際商學院， 沈陽 110034； 2. 遼寧大學 亞澳商學院， 沈陽 110036)

改革開放三十多年來，我國對外貿易飛速增長，外貿總量從1978年的355億元人民幣增加到2007年的42 152億元人民幣，增長了118.73倍，雄踞世界對外貿易總量排名前3位。與其相伴隨的是我國國民經濟呈高速增長態勢，國內生產總值從1978年的3 645.22億元人民幣增加到2007年的65 468億元人民幣，增長了17.96倍。為了驗證我國對外貿易是否促進了經濟的高速增長，本文將通過實證研究對1978—2007年我國實際國內生產總值、實際進口貿易總額和實際出口貿易總額的相關數據進行檢驗，希望能夠發現對外貿易發展和經濟增長之間是否存在因果關系。

一、樣本數據選擇與描述分析

本文在進行計量經濟學數據分析時所使用的樣本數據取自2007年《中國統計年鑒》和《國民經濟和社會發展統計公報》中1978—2007年我國經濟發展的數據，用零售商品價格指數(設1978年該指數為100)對國內生產總值、進口總額和出口總額進行平減，以消除物價變動因素對三者的影響。由于數據原始的協整關系不但不會隨著對其進行自然對數變換而改變，而且可以線性化數據的趨勢，使異方差現象從時間序列數據中被清除[1]，因此，對實際國內生產總值、實際出口總額和實際進口總額進行自然對數變換，并分別用lnRGDP、lnREX、lnRIM表示變換后的相應數據。文中所有數據采用Eviews 6.1軟件計算得出。

本文首先對樣本數據進行定性描述分析，以便得出對我國國內生產總值、出口總額、進口總額樣本數據間關系的直觀的、感性的認識。圖1、2分別為1978—2007年我國國內生產總值、出口總額、進口總額的變化趨勢圖及它們的一階差分圖。表1為1978—2007年我國實際和用自然對數表示的國內生產總值、出口總額、進口總額。

圖1 我國1978—2007年用自然對數表示的GDP、出口總額、進口總額變化趨勢圖

圖2 我國1978—2007年用自然對數表示的GDP、出口總額、進口總額一階差分圖

表1 1978—2007年我國實際和用自然對數表示的GDP、出口總額、進口總額 億元

數據來源：2007年《中國統計年鑒》、《國民經濟和社會發展統計公報》。

從圖1、2和表1中可以看出，自1978年以來，我國對外貿易和經濟增長都保持著強勁的增長勢頭，各變量都有不斷增長的趨勢，并且變動的步調和方向較為一致。這說明我國國內生產總值、出口總額、進口總額之間可能存在著較強的相關性。但對三者的自然對數值進行一階差分后，三個序列向上的趨勢消失。通過直觀判斷，我國原始的國內生產總值、出口總額、進口總額的時間序列數據是非平穩的，但在一階差分后是平穩的，這說明某種長期穩定關系可能存在于各個變量之間。

二、樣本數據單位根的平穩性檢驗

計量經濟學的最新理論要求，進行協整檢驗應當首先對方程中將要出現的時間序列數據進行平穩性檢驗[2]。如果發現我國國內生產總值、出口總額、進口總額的時間序列數據不隨時間的變化而變化，就說明這些數據存在時間序列的平穩性。檢驗結果如表2所示。

表2 樣本數據單位根平穩性檢驗結果

注：差分算子用D代表；在1%的顯著性下平穩以*代表，在5%的顯著性下平穩用**代表；為了使殘差項為白噪聲加入了滯后項。

由表2可知，我國國內生產總值、出口總額、進口總額數據自然對數值的ADF統計量分別是-1.236 943，-2.650 292和-2.007 935，均大于各自10%顯著性水平的臨界值-3.225 334，表明序列是非平穩的。但三者的自然對數值一階差分后，變量的ADF統計量分別是-3.520 637，-5.776 903和-3.677 682，均小于各自5%顯著性水平的臨界值-2.981 038，-2.976 263和-2.976 263，所以至少在95%的置信度下序列沒有單位根。因此，在5%的顯著性水平下，我國國內生產總值、出口總額、進口總額自然對數值的一階差分都是一階單整序列，即I(1)序列，協整關系可能存在于用三者自然對數值所表示的變量之間。

三、樣本數據的協整檢驗

為了避免用EG兩步法所采用的普通最小二乘法對多變量系統中具有較強相關性的數據進行協整關系檢驗時導致的偽回歸多重共線性問題，進行協整檢驗時可以采用多變量系統極大似然估計法[3]?，F代計量經濟學的大量實證研究表明，用這種方法對有較強相關關系的多變量進行協整關系檢驗是科學可信的。這種協整關系檢驗方法屬于向量自回歸模型檢驗方法，只能在確定向量自回歸模型的結構后，才能對具有較強相關關系的多變量進行協整關系檢驗，因此，先通過施瓦茨準則和赤池信息準則來選擇向量自回歸模型的滯后期[4]。按步驟從第五階到第一階仔細檢驗，發現赤池信息準則和施瓦茨準則的值達到最小時滯后期顯示為3，這說明向量自回歸(3)模型是最理想的計量模型。經檢驗差分修正后的平穩序列lnREX、lnRIM和lnRGDP之間的協整關系，第三種協整方程形式比較合適，檢驗結果如表3所示。

表3 樣本數據協整關系檢驗結果

從表3可以看出，跡檢驗表明在5%顯著性水平上有1個協整關系，最大特征根檢驗表明在5%的顯著性水平上沒有協整關系，故可認為唯一的協整關系存在于變量lnREX、lnRIM和lnRGDP之間，協整方程為

ECM=lnRGDP+ 1.176lnRIM- 1.773lnREX-4.929

(0.2528) (0.2379)

括號內的數值是回歸系數的標準差，對數似然值是118.842 5。對協整數列進行ADF單位根檢驗，結果如表4所示。

表4 協整數列ADF單位根檢驗結果

由表4可見，在5%顯著性水平上，通過單位根檢驗得到的ADF檢驗統計量臨界值ADF(N，N，l)=-2.979 014，小于5%臨界值-2.967 767，說明協整序列ECM已經是平穩序列[5]。雖然我國國內生產總值與進口總額、出口總額之間的時間序列數據關系是非平穩的，但它們之間的線性組合卻是平穩的，這充分說明一個長期穩定的關系存在于三者之間。在這種關系中，出口的彈性是1.773，進口的彈性是1.176。從長期來看，它表示中國出口每增長1%，國內生產總值將增長1.773%；而進口每增長1%，國內生產總值將減少1.176%。這些數據說明，我國對外貿易中出口對經濟增長的貢獻非常大，而進口則對國內生產總值的增長有反向影響。

四、樣本數據的因果關系檢驗

雖然協整檢驗表明我國國內生產總值和出口總額、進口總額之間存在著長期的穩定關系，但是這并不能說明三者之間就一定存在著因果關系，因而，還要對變量間的因果關系進行檢驗[6]7-11。20世紀70年代，格蘭杰提出了以其名字命名的格蘭杰因果關系檢驗方法，目前絕大多數經濟學家采用該方法對數據進行因果檢驗。協整方程ECM的格蘭杰因果檢驗結果見表5。

由表5的檢驗結果可以看出，出口貿易是經濟增長的格蘭杰原因，進口貿易是經濟增長的格蘭杰原因，進口貿易是出口貿易的格蘭杰原因。這表明短期內對外貿易的增長確實促進了我國國內生產總值的增長，但后者的快速增長還沒有實現對出口增長的規模經濟效應；進口增長是出口增長的格蘭杰原因。這可能是因為改革開放30年來我國通過對外貿易引進了大量國外的科學管理方法、生產經驗和先進技術，推動了技術進步和技術創新的發展，提高了各部門尤其是與出口相關企業的勞動生產率，加速了出口產業結構的調整和優化，從而使出口產品在國際市場上的競爭力增強，促進了出口的增長[7]。

表5 協整方程ECM的格蘭杰因果檢驗結果

五、樣本數據的方差分解

用方差分解進行預測，就是將系統的預測均方誤差分解為系統中各變量所作的貢獻，其主要思想是把系統中每個內生變量(共m個)的波動(k步預測均方誤差)按其成分分解為與各方程信息相關聯的m個組成部分，從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性[8]。格蘭杰因果檢驗揭示了因果關系存在于我國國內生產總值和出口總額、進口總額3個變量之間，但并未明確三者從長期來看相互之間可能發生的影響，所以有必要對這些變量進行方差分解，以進一步考察未來可能發生的情況。

1. GDP方程的方差分解

GDP方程的方差分解結果見表6和圖3。

表6 GDP方程方差分解結果

圖3 GDP方程方差分解結果示意圖

表6和圖3表明，出口從第三期開始對國內生產總值的影響顯著增加到5.29%，到第十期已經增加到14.86%，說明從長期來看出口對國內生產總值的影響非常重要[9]；進口從第三期開始對國內生產總值的影響開始增加到2.03%，到第六期增加到6.23%后，又逐漸減少到第十期的5.20%，說明從長期來看進口對國內生產總值雖然有影響但不是非常重要，并且隨著我國經濟狀況的變化，進口的影響有下降的趨勢。

2. 出口貿易方程的方差分解

出口貿易方程的方差分解結果見表7和圖4。

表7 出口貿易方程方差分解結果

圖4 出口貿易方程方差分解結果示意圖

表7和圖4表明，進口對出口的影響從第二期開始突然增加到7.23%，到第三期增加到最高點8.51%后，開始逐漸減少到第十期的4.89%，這說明進口對出口雖然有影響，但從長期來看不是非常重要。國內生產總值對出口的影響比較大，從第一期的51.32%開始增加到第十期的65.99%，這說明從長期來看國內生產總值對出口的影響逐漸加強[10]224。

3. 進口貿易方程的方差分解

進口貿易方程的方差分解結果見表8和圖5。

表8 進口貿易方程方差分解結果

圖5 進口貿易方程方差分解結果示意圖

表8和圖5表明，國內生產總值對進口的影響從第二期開始突然增加到50.83%，并一直保持較大的影響直到第十期的65.77%，這說明從長期來看國內生產總值對進口的影響非常重要。出口對進口的影響從第一期的16.72%逐漸增加到第十期的17.86%，這說明從長期來看出口對進口的影響不大。

六、結 論

通過上述計量分析可見，雖然我國國內生產總值與進口總額、出口總額之間的關系是非平穩的，但三者之間的線性組合卻是平穩的，并存在一個長期穩定的關系。在這種關系中，出口的彈性是1.773，進口的彈性是1.176。從長期來看，它表示中國出口每增長1%，國內生產總值將增長1.773%；而進口每增長1%，國內生產總值將減少1.176%。這些數據說明，我國對外貿易中出口對經濟增長的貢獻非常大，而進口則對我國國內生產總值的增長有反向影響[11]。雖然計量檢驗結果表明進口不會直接對國內生產總值的增長產生正向促進作用，但是進口對國內生產總值的間接促進作用卻不容忽視。資本品進口可以把國外具有先進科技水平的機器設備直接帶到國內，這不但可以迅速提高勞動生產率而不必花費大量的人力、物力、財力和時間，而且更為重要的是可以通過對這些機械設備中所蘊含的先進技術的消化、吸收和改造而獲得技術溢出帶來的“后起者優勢”，即把資本品引進與我國廉價勞動力相結合，形成新的出口產業。我國勞動力價格普遍較低，資本品引進使得技術水平相應提高，與廉價勞動力資源結合起來后更具后發成本優勢，因而有利于完成跨越式發展，促進科技進步和經濟增長。

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